Før en går i gang med modelleringsarbeidet, må en ta sti lling til en rekke spørsmål; som valg av forklaringsvariable, aggregering, data, dynamisk spesifikasjon, funksjonsform og estimeringsmetode.
I kapittel 2 er det gjort rede for relevante forklaringsfaktorer. Disse suppleres med dummyvariable for sesong og spesielle historiske og institusjonelle forhold. For ek-sempel blir det avholdt hovedoppgjør bare annet hvert år, og det kan tenkes at til-leggene er større i hovedoppgjør enn i mellomoppgjør. Det er også rime lig å anta at lønns- og prisstoppen i 1978 og 1979 og lønnslovene i 1988 og 1989 virket dempende på lønnsveksten. I 1990 fikk man et uvanlig sesongmønster for timelønna i industrien, fordi tarifftillegg for 2. kvartal ble etterbetalt i 3. og 4. kvartal. For en gjennomgang av institusjonell struktur i norske lønnsoppgjør, se Rødseth og Holden (1989) og Strøm m.fl. (1988).
Det er mulig å splitte lønnsveksten i tarifftillegg som er gitt i sentrale oppgjør og lønnsglidning som er forhandlet fram lokalt. Lønnsrelasjonene som rapporteres her gjelder samlet lønnsvekst. Tidligere empiriske arbeider tyder på at det er lite å hente ved å estimere lønnsglidning og tarifftillegg separat (Bowitz, 1987).
På grunn av dårlige data for primærnæringer, raffinering og sjøfart, forsøker jeg ikke å modellere lønnsdannelsen i disse sektorene. De særegne forholdene i oljesektoren tilsier at denne bør holdes utenfor i aggregeringen. Et unntak gjelder for alternativ-lønnsbegrepet, der lønna i oljesektoren må tas i betraktning ved en vurdering av hvilken lønn som kan oppnås utenfor en sektor.
I lys av hovedkursteorien er det naturlig å skille ut og aggregere sammen de konkur-ranseutsatte sektorer i Økonomien. Jeg har valgt å definere K-sektor som industri og bergverk eksklusive oljesektoren og raffinering.
Resten av økonomien blir delt i en skjermet privat sektor og offentlig forvaltning. Privat skjermet sektor (S-sektor) består av virksomheter innen bygg og anlegg, bank og forsikring, elektrisitetsproduksjon, samferdsel, varehandel, boligtjenester og annen privat tjenesteyting. Offentlig forvaltning (0-sektor) omfatter forsvar, kommunal og statlig undervisning, helsetjenester og annet.
Data er i hovedsak hentet fra Kvartalsvis Nasjonalregnskap (KNR). Nedenfor følger en liste over de viktigste variablene i analysen med tilhørende datadefinisjoner og kilder:
W' Utbetalt lønn per timeverk for lønnstakere i sektor j, j (K,S,O). Kilde: KNR A W' Utbetalt lønn per timeverk i aggregatet av oljesektoren og øvrige sektorer utenom sektor j, j = (K,S, 0) (Primærnæringer, raffinering og sjøfart er ikke inkludert). Kilde: KNR
A WT' Et veid gjennomsnitt av lønn i andre sektorer og ledighetstrygd sektor j, j = (K,S,O) (se definisjon nedenfor)
KPI Den offisielle konsumprisindeksen
PYF' Brutto faktorinntekt deflator for sektor j, j = (K,S). Kilde: KNR Si Sats for arbeidsgiveravgift i sektor j, j = (K,S) Kilde: KNR
TG Formell gjennomsnittlig direkte skattesats for enslig lønnstaker med industri-arbeiderlønn og standardfradrag. Kvartalsverdiene er satt lik den tilhørende årsverdien. Kilde: Lindquist og Sannes (1989)
TM Formell marginalskatt for enslig lønnstaker med industriarbeiderlønn og standardfradrag. Kvartalsverdiene er satt lik den tilhørende årsverdien. Kilde:
Lindquist og Sannes (1989)
Zi Bruttoprodukt per timeverk i sektor j, j=(K,S). Kilde: KNR
H' Normalarbeidstid per kvartal i sektor j, j = (K,S,O) Ved kvartalsfordelingen er det tatt hensyn til at arbeidstidsforkortelsene i 1968 og 1976 ikke ble innført i
1. kvartal. Ellers er det antatt at justeringer av arbeidstida slo ut fra 4. til 1.
kvartal. Kilde: KV ARTS-databanken
U Ledighetsprosent. Kilde: Arbeidskraftundersøkelsen (AKU). Før 1972 brukes den registrerte ledigheten justert opp til et AKU-ekvivalent nivå.
Dk Kvartalsdummy med verdi 1 i k-te kvartal, -1 i 4. kvartal og 0 ellers (k=1,2,3) DBk Dummy med verdi lik Dk før 1978 og verdi 0 ellers (k=1,2,3). Disse
dum-myene brukes for å fange opp effekten av at sesongmønsteret i KNR kan ha endret seg på grunn av ulike beregningsmetoder før og etter 1978
DO Dummy for lønnsoppgjør. Verdi lik -0,5 i 2. kvartal i år med mellomoppgjør, 0,5 i 2. kv (3. kvartal i 1990) i år med hovedoppgjør og 0 ellers.
Dummyen måler effekten av oppgjørstype
DWS1 Dummy for lønnsstopp 12. september 1978 til 1. januar 1990. Verdi 0,3 i 3.
kvartal 1978, 1 fra 4. kvartal 1978 til 4. kvartal 1979 og 0 ellers
DUT1 Dummy for gjeeinnhenting etter lønnsstopp i 1978 og 1979. Kvartalsverdier i 1980 er 1, 3, 1 og 0,3. Ellers lik 0
D WS 2 Dummy for lønnslovene 2. kvartal 1988 til 1. kvartal 1990. Verdi lik 1 i de nevnte kvartaler, 0 ellers
D90 Dummy for etterbetaling av tarifftillegg i 1990. Lik -1 i 2. kvartal 1990, 0,7 i 3. kvartal, 0,3 i 4. kvartal og 0 ellers.
Altevnativlønnsvariabelen A W' f anger ikke opp ledighetstrygden som alternativ til lønna i sektor j. For å korrigere for dette defineres variabelen
100—U t ^ Ul ^ 1— TG, A WT/ =— A W + 0. 624 W 4
100 100 1-- TM, (4.1)
A WT' er et veid gjennomsnitt av lønn i andre sektorer og ledighetstrygd i sektor j, med sysselsettingsraten og ledighetsraten som vekter. Regelverket er utformet slik at trygden blir proporsjonal med fjorårets lønnsnivå. 62.4% er kompensasjonsgraden for alle med årsinntekt mindre enn 6 ganger grunnbeløpet i folketrygden. Den siste brøken korrigerer for at progressiv beskatning reduserer ulempen ved å gå på dagpenger. Fordi vi ikke har
data for gjennomsnittlige skattesatser for dagpengemottakere, måler vi progressiviteten i skattesystemet på grunnlag av gjennomsnittlig og marginal skattesats for lønnstakere i industrien. I lønnsrelasjonene i avsnitt 5 inngår awt i på nivåform, mens aw i inngår på endringsform. Siden Dawt i er svært høyt korrelert med Daw i vil ikke dette ha noen praktisk betydning bortsett fra at vi sparer noen frihetsgrader ved å bruke Dawi.
For en mer utførlig diskusjon av definisjoner vises til Stølen (1993). Kvartalsdummyene er definert slik at konstantleddet kan tolkes som gjennomsnittlig konstantledd over året, se Bowitz (1989).
Begrunnelsen for å bruke AKU-ledigheten i stedet for den registrerte ledigheten er at den registrerte ledigheten påvirkes av tilbøyeligheten til å registrere seg som ledig og av institusjonelle endringer i trygdeordninger, for eksempel ved endret lengde på maksimal periode med dagpenger.
I empiriske arbeider på norske data forekommer det flere forskjellige definisjoner av prisvariabelen i konkurranseutsatt sektor, avhengig av hvord an P" i likning (2.2) operasjonaliseres. En variant er å bruke industriens konkurransepris målt ved en im-portprisdeflator (Nymoen (1990) og Stølen (1990)). Andre varianter er å bruke pro-duktprisen målt ved en implisitt brutto faktorinntektdeflator (Johansen (1991b), Rødseth og Holden (1989)). Ønnsandelen blir da definert som lønnskostnadenes andel av brutto faktorinntekten. Valg av definisjon ser ut til å ha konsekvenser for tidsserieegenskapene til prisvariabelen. Resultatene til Nymoen (1990) tyder på at lønnskostnader per produsert enhet deflatert med prisindeksen på konkurrerende produkter (importpriser) kointegrerer med pris- og skattekilen, jamfør likning (2.2). Med sine definisjoner av prisvariabelen finner Johansen (1991b) og Rødseth og Holden (1989) at lønnsandelen er stasjonær. I et forhandlingsteoretisk perspektiv er det brutto faktorinntektdeflatoren som er det mest relevante prisbegrepet, siden faktorinntekten kan disponeres til fordeling mellom eiere og lønnstakere. Defmisjonen er også overførbar til privat skjermet sektor (PYF'). Hovedvekten i den økonometriske analysen vil derfor bli lagt på modellering av lønnsrelasjoner med brutto faktorinntektdeflatoren som produktprisvariabel.
Lønnsandelen i offentlig sektor er ikke veldefinert. På grunn av verdsettingsproblemer er det ikke mulig å finne noe godt mål på produktiviteten i offentlig sektor.
Arbeidsgiveravgift og offentlig prissetting (i den grad dette kan måles) er teoretisk sett lite relevante forklaringsvariable i en lønnsrelasjon for offentlig sektor. En står da igjen med alternativlønn, konsumpriser, normalarbeidstid, inntektsskatt, arbeidsledighet og dummyer som forklaringsvariable.
For å beregne disponibel lønn og progressiviteten til inntektsskatten bruker vi skatte-satsene TG og TM også i de to skjermete sektorene. Dette er formelle skattesatser som vil være høyt korrelert med tilsvarende satser i sektor S og 0, så lenge myndighetene ikke diskriminerer mellom sektorene. Datadefinisjonene er ellers de samme i de tre sektorene.
Enkelte teoretisk relevante variable er ikke representert i variabellisten over. Den gjen-nomsnittlige arbeidsproduktiviteten Z' er som før nevnt ikke noen dekkende definisjon
verken av grenseproduktiviteten eller av teknisk framg ang. Det er likevel vanlig å bruke denne variabelen i empiriske studier, siden den inngår naturlig i definisjonen av lønnsandelen. Grenseproduktivitet og teknisk framgang er vanskelig å måle.
Stølen (1993) finner at det er usikkert om langtidsledigheten har noen betydning for lønnsdannelsen. Johansen (1991a) finner også at korttidsledigheten har en sterkere lønnsdempende effekt enn langtidsledigheten. Langtidsledigheten foreligger som årsdata, men for vårt formål er det nødvendig å konstruere et kvartalsmønster, for eksempel ved å bruke samlet ledighet som fordelingsnøkkel. Men da er det nok like greit å satse på at effekten fanges opp av lagget ledighetsprosent.
Feiljusteringsmodellen slik den er beskrevet i kapittel 3, danner basis for den dynamiske spesifikasjonen av lønnsrelasjonene. Variablene inngår stort sett log-lineært i likningene.
Når venstresidevariabelen er en log-transformasjon av lønna kan parametrene i modellen tolkes som elastisiteter. Spesifikasjonen forutsetter altså at elastisitetene er konstante over tid. Et unntak fra logaritmeformen gjøres for ledighetsprosenten. Resultatene til Johansen (1991a) og Stølen (1993) tyder på at en invertert kvadratisk form av ledigheten gir bedre føyrafing og parameterstabilitet. Det kan imidlertid være en svakhet hos Stølen at testingen tar utgangspunkt i en Phillipskurvemodell som sannsynligvis er feilspesifisert.
Som estimeringsmetode benyttes to trinns minste kvadraters metode. Laggete variable er predeterminerte, så i feiljusteringsmodellen er det bare ulaggete førstedifferenser på høyresiden som kan gi opphav til simultanitetsskjevhet. Lønnssatsene, konsumprisen og brutto faktorinntektdeflatoren regnes som endogene i analysen. De øvrige variablene betraktes som eksogene. I første trinn estimeres likninger for alternativlønninger, konsumpris og faktorinntektdeflator. I andre trinn brukes de predikerte seriene fra første trinn som instrumenter i modelleringen av lønninger i sektor K, S og 0.